The effects of exchange rate volatility on the turkish export: an empirical investigation

The effects of exchange rate volatility on the turkish export: an empirical

investigation

Ozturk, Ilhan and Acaravcı, Ali

2006

Online at https://mpra.ub.uni-muenchen.de/332/

MPRA Paper No. 332, posted 09 Oct 2006 UTC

DÖV Z KURUNDAK DE KENL N TÜRK YE HRACATI ÜZER NE ETK S : AMP R K B R ÇALI MA

lhan ÖZTÜRK

Ö retim Görevlisi, ktisat Bölümü, ktisadi ve dari Bilimler Fakültesi, Ça Üniversitesi, 33800 Yenice, MERS N, TÜRK YE, Telefon: 0(324) 6514800,

e-mail: ilhanozturk@cag.edu.tr

Ali ACARAVCI

Ara tırma Görevlisi, ktisat Bölümü, ktisadi ve dari Bilimler Fakültesi, Çukurova Üniversitesi, 01330 Balcalı, ADANA, TÜRK YE, Telefon: 0(322) 3387256,

e-mail: acaravci@mail.cu.edu.tr

DÖV Z KURUNDAK DE KENL N TÜRK YE HRACATI ÜZER NE ETK S : AMP R K B R ÇALI MA

Özet

Bu çalı mada döviz kuru de i kenli inin Türkiye ihracatı üzerindeki etkileri e bütünle me modeli kapsamında 1989:01-2002:08 dönemleri için aylık veriler kullanılarak incelenmi tir.

Temel bulgulara göre döviz kurundaki de i kenli inin, döviz kurundaki belirsizli in, artmasının ihracat talebi üzerinde negatif etkisi oldu u sonucu elde edilmi tir.

THE EFFECTS OF EXCHANGE RATE VOLATILITY ON THE TURKISH EXPORT: AN EMPIRICAL INVESTIGATION

Abstract

This paper examines the effects of exchange rate volatility on the export of Turkey in the context of cointegration model over the monthly period of 1989:01-2002:08. The major results show that increases in the volatility of the real exchange rate, approximating exchange- rate uncertainty, exert a significant negative effect upon export demand.

I. G R

Bretton Woods sistemi, 1973 yılında sanayile mi ülkelerin döviz kurlarını dalgalanmaya bırakması ile yıkılmı tır; döviz kuru kontrollerinin terk edilip geçici olarak dalgalı döviz kuru rejimine geçilmesi ise süreklilik kazanmı tır. 1980’lı yılların ortalarından itibaren ba layan ve 1990’lı yıllarda hızlanan küreselle me e ilimiyle ekillenen yeni ekonomik yapıda, kar ılıklı birbirine ba lı ve dı geli meler oldukça duyarlı ulusal ekonomik yapılar olu mu tur. Bu ekonomik yapıda dalgalı döviz kuru rejiminin döviz kurları belirsizli ini arttırdı ına dair argümanlar ortaya atılmı ve döviz kuru de i kenli inin (volatilite) uluslararası ticaret hacmi üzerindeki etkileri, hem ampirik alanda hem de teorik alanda ara tırma konusu olmu tur. Enflasyon oranı, faiz oranı ve ödemeler dengesinin daha de i ken hale gelmesi, sermayenin uluslararası boyutta hareketlilik kazanması, teknolojik geli meler ve spekülasyonlar, döviz kuru de i kenli inin kayna ını olu turmu tur (Hook and Boon, 2000).

Kasım 2000 ve ubat 2001 krizlerinden sonra Türk ekonomisi için en uygun döviz kuru rejimini bulmak en acil plan haline gelmi tir. Bunun sonucu olarak Uluslararası Para Fonu (IMF) ile iyi niyet mektubu (Letter of Intent-LOI) imzalanmı tır. Bu mektuptaki en önemli husus, Türkiye’de uygulanan sabit döviz kuru rejimi yerine dalgalı döviz kuru rejimine geçilmesidir.

hracatın döviz kurlarından etkilenip etkilenmedi ini açıklamak için çe itli ara tırmalar yapılmı tır. Döviz kuru de i kenli inin dı ticaret hacmini ve ihracat hacmini negatif yönde etkiledi i geni çevrelerce desteklenmektedir. Cushman (1983, 1986, 1988), Do anlar (2002), Akhtar and Hilton (1984), Kenen and Rodrik (1986), Thursby and Thursby (1987), De Grauwe (1988), Pere and Steinherr (1989), Pozo (1992), Koray and Lastrapes (1989), Chowdhury (1993) and Arize (1995, 1997) tarafından yapılmı olan çalı malarda döviz kuru de i kenli i ve ihracat arasında ters bir ili ki oldu u saptanmı tır.

Bununla beraber, Hooper and Kohlhagen (1978), Gotur (1985), Bailey et al. (1986), ve Asseery ve Peel (1991) tarafından yapılan çalı malarda ise döviz kuru de i kenli i ve ihracat arasında önemli bir ili ki olmadı ı sonucu elde edilmi tir. Hatta bazı çalı malarda ise döviz kurunun ihracat ve ithalatı açıklamada önemsiz rol oynadı ı saptanmı tır. Örne in, Aristotelous (2001) tarafından ngiltere’nin Amerika’ya olan 1889-1999 yılları arasındaki ihracatında, döviz kuru de i kenli inin hiç bir etkisi olmadı ı bulunmu tur.

Bu çalı mada esnek döviz kuru rejiminin bir sonucu olarak döviz kurunda ortaya çıkan belirsizli i de içeren geleneksel ihracat talebi modeli aylık ihracat verileri kullanılarak 1989- 2002 dönemi için yapılmı tır. Bu çalı manın ikinci bölümde teori, üçüncü bölümde modelimiz, dördüncü bölümde yöntem ve sonuçlar ve son bölümünde ise makale özetlenmi tir.

II. TEOR

Döviz kuru de i kenli i, döviz kurları riskinin kayna ıdır ve dı ticaret hacmi üzerinde, özelliklede ödemeler dengesi üzerinde, kesin etkileri bulunmaktadır. Hooper and Kohlhagen’e (1978) göre döviz kuru de i kenli i, riskten kaçınan tüccarlar üzerinde yüksek maliyete ve daha az dı ticaret hacminin olu masına neden olur. Çünkü ticari anla ma tarihindeki döviz kuru ile ödeme tarihindeki döviz kuru farklı olaca ından dolayı, dı ticaret faaliyetinde bulunan ekonomik ajanların gelecekte elde edecekleri kar ile ilgili belirsizlik ortaya çıkar. Sonuç olarak, iki taraflı döviz kuru de i kenli i ticaret hacmini azaltacaktır.

Ba ka bir deyi le, döviz kurlarındaki de i kenli in artması, gelecekteki döviz kurlarındaki belirsizli e sebep olacaktır. Böylece döviz kurundaki de i kenlik bir risk olu turacaktır.

Öbür taraftan, riskten kaçınma derecesinin döviz kuru belirsizli inin ihracat üzerindeki etkilerini belirlemede önemli rol oynadı ı savunulmaktadır. Sözgelimi, e er ihracatçı risk sevmeyen biriyse, döviz kuru de i kenli in artması beklenen ihracat gelirinin marjinal faydasını artıracaktır. Çünkü ihracatçı bu durumda ihracat gelirinin azalmasından kaçınmak

için daha fazla üretim yapmayı tercih edecektir. Bundan dolayı, döviz kuru volatilitesinin ihracat üzerindeki etkileri pozitif yada negatif olabilir ve teori bu ili kiyi yalnız ba ına belirleyemez.

Sonuç olarak, teori dı ticaret ve döviz kuru volatilitesi arasındaki i areti yalnız ba ına belirleyemedi inden dolayı, döviz kuru de i kenli in dı ticaret üzerindeki etkisi daha çok ampirik bir olaydır. Ayrıca da döviz kuru de i kenli inin ihracat hacmi üzerinde negatif bir etkisi bulunmaktadır.

III. MODEL

Bu çalı mada esnek döviz kuru rejiminin bir sonucu olarak döviz kurunda ortaya çıkan belirsizli i de içeren geleneksel ihracat talebi modeli kullanılmı tır:

lnXt= 0 + 1(lnYt) + 2(lnPt) + 3(lnVt) + ε_{t (1)}

Modelde yer alan de i kenler ve de i kenlere ait varsayımlar:

Xt: Ev sahibi ülkenin reel ihracat düzeyi. Nominal ihracatın ihracat fiyat endeksine oranı olarak hesaplanmı tır.

Yt: Dünya talep ko ulları. Sanayile mi ülkelerin sanayi üretim endeksi kullanılmı tır.

Pt: Göreli fiyatlar. Ev sahibi ülkenin ihracat fiyat endeksinin sanayile mi ülkelerin ihracat fiyat endeksine oranı olarak hesaplanmı tır.

Vt: Döviz kurundaki belirsizlik. Temsilen “Hareketli ortalamalarla dönü türülmü efektif reel döviz kuru büyüme oranından standart sapmalar” yöntemi ile hesaplanmı tır. Bu yönteme göre, gelecek döneme ait reel döviz kuru artı oranlarının standart sapmaları, gelecekte reel döviz kuruna ait belirsizlikleri yansıtmaktadır:

2 1 2 2 1

1 ln )

1 (ln

−

= +−

=

−

+ t i

m

i

i t

t R R

V m , m:hareketli ortalamanın derecesi; R: reel döviz kuru.

εt: Hata terimi.

Modelin katsayılarının i aretlerine ili kin beklenen de erler: 1>0, 2<0 ve 3 (i areti teorik olarak kesin belli de ildir). Modelde yer alan de i kenler, IMF’nin uluslararası finansal istatistikler ve Türkiye Cumhuriyeti Merkez Bankasının (TCMB) veri da ıtım sitelerinden alınan verilerle hesaplanmı tır.

IV. YÖNTEM

Ampirik ara tırmalar, düzey olarak birçok zaman serisinin dura an olmadı ını ve genellikle birinci dereceden bütünle ik oldu unu gösterir. Dura an olmayan zaman serilerinin varyansı, gözlem sayısı sonsuza giderken sonsuza yakla ması nedeniyle, ekonomik ili kilerin irdelenmesinde klasik test yöntemleri kullanılamaz. Sonuç olarak elde edilecek regresyon, geçerli olmaz; katsayılar, t testleri ve R², gerçe i yansıtmaz. Bu nedenle dura an olmayan de i kenlere sahip denge teorileri, bir araya gelen de i kenlerin bile iminin dura anlı ına ihtiyaç duyar.

Günümüzde zaman serilerine dayalı ekonometrik çalı malarda “e bütünle me” adı verilen teknik ile dura an olmayan de i kenlerle ilgili sorun a ılmı tır. E bütünle me kavramı ile ilgili çalı malar, Engle ve Granger’in (1987) makalesi ile ba lamı tır. Bu makale, dura an olmayan de i kenler ile ekonomik analizlerin yapılmasına önemli katkılara sahiptir. Bu makaleden sonra dura an olmayan ekonomik de i kenlerin, do rusal bile imlerinin dura an olup olmadı ı test edilebilir ve uzun dönemli denge ili kileri ara tırılabilir hale gelmi tir.

E bütünle me teorisine göre, dengeden bir sapma oldu unda dengeye tekrar dönülebilmesi veya dengeden sapmaların geçici olması ancak e bütünle me ili kisi mevcut iken mümkündür. Bu nedenle e er dura an olmayan de i kenler e bütünle mi se, de i kenlerin farklarının alınmaları uygun de ildir. Çünkü bu de i kenler, birlikte hareket eden ortak bir trende sahiptir. Farkın alınması, ortak trendi ortadan kaldırır ve istatistiksel bilgi kaybına yol açar.

Modelde yer alan de i kenlerin oklara verdi i tepkiler, ekonomi politikası açısından çok önemlidir. Bu çerçevede dinamik analiz yöntemleri, sistemdeki de i kenlerden birisine gelen okun, di er de i kenlere etkisi ve bu okun atlatılarak yeniden uzun dönem dengeye yönelip yönelmeyece ini belirlemeye yönelik uygulanmaktadır. Burada önemli olan, uyum sürecidir. Bu amaç do rultusunda yaygın olarak kullanılan dinamik analizlerden birisi, hata düzeltme modelidir.

Hata düzeltme modelinde, sistemdeki de i kenlerin kısa dönem dinamikleri, dengedeki sapma tarafından etkilenirler. Bu modelde dura an olmayan de i kenlerin farkları alınır ve açıklayıcı de i kenler arasına uzun dönem dengeye uyumla mayı yansıtan bir hata düzeltme terimi ilave edilir.

IV.1. VER SET VE B R M KÖK SONUÇLARI

Çalı mada kullanılan veriler aylık olup, 1989 Ocak – 2002 A ustos aylarını kapsar ve IMF Uluslararası Finansal statistikler ile TCMB’ndan alınmı tır. Analizlerde kullanılan serilerin kaçıncı dereceden bütünle ik oldu unu tespit etmede kullanılan en yaygın yöntemlerden birisi Arttırılmı Dickey-Fuller (ADF) birim kök testidir. Bu yöntemin kullanılmasında ortaya çıkan bir sorun, hata terimindeki seri korelasyonu ortadan kaldıran optimum gecikme sayısının seçilmesidir. Optimum gecikme, çe itli bilgi kriterlerine göre seçilebilir. Burada kullanılan yakla ım, düzeltilmi Hannan-Quin (Modified Hannan-Quinn, MHQ)kriteridir.

Modelde yer alan de i kenlere ait ADF birim kök test sonuçları tablo 1’de verilmi tir.

Buna göre, x, y, p ve v de i kenlerine ait ADF test de eri mutlak de er olarak McKinnon kritik de erinden küçüktür. Bu sonuca göre tüm de i kenler, kesin olarak birim kök ta ımaktadır, yani dura an de ildir.

Tablo 1: ADF Birim Kök Sonuçları⁽¹⁾ DE KENLER MODEL

1⁽²⁾

MODEL 2⁽³⁾

MODEL 3⁽⁴⁾

MODEL 4⁽⁵⁾

SONUÇ

x -1.1050

(-3.4397) [11]

-0.5698 (-2.8806)

[12]

1.5651 (-1.9429)

[2]

-21.5294 (-1.9429)

[0]

I(1)

y -1.2551

(-3.4378) [1]

-0.2754 (-2.8805)

[11]

1.1731 (-1.9429)

[6]

-3.3872 (-1.9429)

[0]

I(1)

p -1.1765

(-3.4413) [19]

-13.7495 (-1.9429)

[0]

I(1)

v -0.3472

(-3.4378) [1]

-0.6822 (-2.2893)

[1]

-0.6335 (-1.9429)

[6]

-7.7357 (-1.9429)

[0]

I(1)

Açıklamalar:

1) ADF testinde kullanılan gecikme sayısı, de i tirilmi Hannan-Quin kriteri ile elde edilmi tir.

2) Model 1, trend ve sabiti içeren ADF modelidir.

3) Model 2, sadece sabiti içeren ADF modelidir.

4) Model 3, trend ve sabiti içermeyen ADF modelidir.

5) Model 4, serinin birinci farkının alındı ı ADF modelidir.

Tabloda yer alan test de erleri, ADF test de erleridir ve her test de erine ait % 5’lik McKinnon kritik de eri, parantez içinde, her bir teste ait optimum gecikme sayısı ise kö eli parantez içinde verilmi tir

IV.2. JOHANSEN E BÜTÜNLE ME TEST VE HATA DÜZELTME MODEL Tablo 1’den elde edilen sonuca göre dura an olmayan de i kenlerden olu an sistemin, uzun dönemde ula aca ının ve bir dengenin olup olmayaca ı bir ara tırma sorusudur ve bu sorunun yanıtı için yaygın olarak kullanılan Johansen (1988) tarafından geli tirilmi e bütünle me test yöntemine ba vurulmu tur.

Tablo 2, Johansen’in (1988) maksimum olabilirlilik e bütünle me testi sonuçlarını vermektedir. Tabloda H0 hipotezi, e bütünle me ili kisinin belli sayıda (r) veya daha az e bütünle me ili kisinin oldu unu göstermektedir. Gecikme sayısı, kısıtsız VAR modelinden Olabilirlik Oranı (LR) kriteri yardımıyla elde edilmi tir. Tabloda özde erler olarak adlandırılan karakteristik köklerin yanında, iz ve maksimum özde er test istatistikleri ile bunların %5 ve %1 kritik de erleri verilmi tir.

E bütünle me olmadı ını ileri süren yokluk hipotezi, r 1, her iki test tarafından %99 düzeyinde reddedilmi ve modelde bir tane e bütünle me ili kisi bulundu u tespit edilmi tir.

Bu sonuca göre, dura an olmayan de i kenlerden olu an sistem, uzun dönem denge noktasına

sahiptir. Her de i ken aynı stokastik trende sahiptir ve her bir de i keninin birinci sıra farkı dura andır. Kısa dönemde birbirlerinden farklı hareket ediyor görünen de i kenler, aslında aynı stokastik trendi payla makta ve uzun dönemli bir dengeye sahiptir.

Tablo 2 : Johansen E bütünle me Test Sonuçları Örnekleme: 1989:01 - 2002:08

Trend Varsayımı: Deterministik Lineer Trend Gecikme Sayısı:3

H₀ H₁ Öz

de erler

z

statisti i %5 %1

Max Özde er

statisti i %5 %1 r=0 r=1 0.210869 71.85270 62.99 70.05 37.89158 31.46 36.65 r 1 r=2 0.103354 33.96112 42.44 48.45 17.45509 25.54 30.34 r 2 r=3 0.061829 16.50603 25.32 30.45 10.21173 18.96 23.65 r 3 r=4 0.038576 6.294293 12.25 16.26 6.294293 12.25 16.26

E bütünle me ili kisine göre normalle tirilmi X de i kenine ait denklemin katsayıları, a a ıda 2 nolu denklemde verilmi tir. Elde edilen tüm katsayılar, modelin teorik beklentileri ile uyumludur. Standard hatalar, parantez içinde; t test istatisti i ise kö eli parantez içindedir. Tüm açıklayıcı de i kenlerin t istatistikleri, katsayıları anlamlı olarak kabul etmemizi sa layacak kadar büyüktür. areti teorik olarak belli olmayan döviz kurundaki belirsizlik, bu çalı mada negatif i arete sahiptir. Bu sonuca göre Türkiye ekonomisi için döviz kuru belirsizli i ihracatı olumsuz etkilemektedir.

lnXt= 0.694 + 1.577 (lnYt) - 0.259(lnPt) - 0.142(lnVt) (2) (0.0510) (0.047) (0.046)

[-3.093] [ 5.533] [3.076]

Grafik 1’de ise sistemin karakteristik kökleri verilmi tir. E bütünle me ili kisinin varlı ı için köklerden birisinin, birim ve di erlerinin ise mutlak de er olarak birden küçük olması zorunludur. Ayrıca karakteristik köklerin simetrik izdü ümlere sahip olması, e bütünle me ili kisinin normal bir da ılımı ta ıdı ı ve uygun bir matematik formu ile çalı ıldı ını do rular. Sonuç olarak Grafik 1, e bütünle me ili kisini desteklemektedir.

Grafik 1: Sistemin Karakteristik Kökleri

-1.5 -1.0 -0.5 0.0 0.5 1.0 1.5

-1.5 -1.0 -0.5 0.0 0.5 1.0 1.5

Grafik 2’de ise sistemin sahip oldu u e bütünle me ili kisi verilmi tir. Grafikte yer alan e bütünle me ili kisi, sıfır etrafında dalgalanmaktadır. Bu durum, modelde yer alan ve bireysel olarak dura an olmayan de i kenlerin do rusal bile iminin dura an oldu unu görsel olarak ifade etmektedir. Böylece sistemin sahip oldu u e bütünle me ili kisi, grafik 2 tarafından da desteklenmektedir.

Grafik 2: Sistemin E bütünle me li kisi

-.4 -.3 -.2 -.1 .0 .1 .2 .3

1990 1992 1994 1996 1998 2000 2002

Tablo 3’de ise hata düzeltme modellerine ait uyum katsayıları (hata düzeltme katsayıları) yer almaktadır. Hata düzeltme mekanizmasının olu umu için bu katsayılar sıfırdan farklı olmalıdır. Tabloya göre elde edilen katsayılar, tüm denklemler için sıfırdan farklıdır ve negatif i arete sahiptir. Katsayıların negatif i aretli olması, kısa dönemli dengesizliklerden dengeye do ru yönelme oldu unu ifade eder.

Reel ihracat denklemine ait uyum katsayısı yakla ık olarak -0.4 elde edilmi tir. Bu sonuca göre döviz kuru belirsizli i, dı talep ve göreli fiyat de i melerinin neden oldu u reel ihracat düzeyindeki bir dengesizli in % 40’ı her bir zaman döneminde veya bir ba ka deyi le yakla ık 2.5 ayda ortadan kalkmaktadır. Dolayısıyla ihracat talebinin uzun dönem zaman patikasından sapmaları, kısa dönemlidir ve uzun dönemde geçicidir.

Tablo 3: Uyum Katsayıları

D(X) D(Y) D(P) D(V)

-0.3924 -0.0063 -0.6339 -0.2936 (0.0895) (0.0068) (0.2180) (0.1128) Not: Standard hatalar parantez içindedir.

V. SONUÇ

Bu çalı mada, döviz kuru de i kenli inin Türkiye ihracatı üzerindeki etkisi 1989:01- 2002:08 dönemi için analiz edilmi tir. Ampirik uygulamadan elde edilen temel sonuca göre, döviz kurundaki belirsizlik, di er ampirik çalı malarda oldu u gibi, reel ihracatı negatif yönde etkilemektedir.

Türkiye ekonomisi için döviz kuru belirsizli i ihracatı olumsuz etkilese de ihracat düzeyindeki bir dengesizlik, kalıcı de ildir, kısa dönemlidir. Ancak dengesizliklerin kalıcı olmadı ı vurgulansa da iktisat politikası açısından belirsizliklerin azaltılmasına yönelik uygulamalar, ihracatı daha az dalgalanır hale getirece i de dikkatten kaçmamalıdır.

REFERENCES

AKHTAR, M. and R.Spence Hilton (1984), Effects of Exchange Rate Uncertainty on German and U.S. Trade. Federal Reserve Bank of New York. Quarterly Review. Vol 9, 7-16.

ARISTOTELOUS, K., (2001), Exchange-rate volatility, exchange-rate regime, and trade volume:

evidence from the UK-US export function (1989-1999), Economic Letters 72, 87-89.

ARIZE, A.C., (1997), Conditional exchange rate volatility and the volume of foreign trade: evidence from seven industrialized countries. Southern Economic Journal 64, 235–254.

ARIZE, A.C., (1995), The effects of exchange rate volatility on US exports: an empirical investigation. Southern Economic Journal 62, 34–43.

ASSEERY, A., & Peel, D. A. (1991), The effects of exchange rate volatility on exports. Economics Letters, 37, 173-177.

BAILEY, M. J., Tavlas, G. S., & Ulan, M. (1986), Exchange-rate variability and trade performance:

evidence for the big seven industrial countries, Weltwirtschaftliches Archiv, 122, 466-77..

CHOWDHURY, A.R., (1993), Does exchange rate volatility depress trade flows? Evidence from error correction models, the Review of Economics and Statistics, 76, 700-06

CUSHMAN, D. 0. (1983), The effects of real exchange rate risk on international trade, Journal of International Economics, 15,45-63.

CUSHMAN, D. 0. (1986), Has exchange risk depressed international trade? The impact of third- country exchange risk. Journal of International Money and Finance, 5, 361-379.

CUSHMAN, D. 0. (1988), U.S. bilateral trade flows and exchange risk during the floating period.

Journal of International Economics, 25,317-330.

DE GRAUWE, P. (1988), "Exchange Rate Variability and the Slowdown in Growth of International Trade," IMF Staff Papers, 35, 63-84.

DOGANLAR, M. (2002), Estimating the impact of exchange rate volatility on export: evidence from Asian countries, Applied Economics Letters, 9, 859-863.

ENGLE, Robert E. and Clive W.J. Granger (1987), “Cointegration and Error-Correction:

Representation, Estimation and Testing”, Econometrica 55, 251-76.

GOTUR, P. (1985), Effects of exchange rate volatility on trade. IMF Staff Papers, 32, 475-512.

HOOK, L.S.,& Boon, T.H., (2000), Real exchange rate volatility and Malaysian exports to its major trading partners, Working Paper 6,2000, Universiti Putra Malaysia.

HOOPER, P., & Kohlhagen, S. W. (1978), The effect of exchange rate uncertainty on the prices and volume of international trade. Journal of International Economics, 8, 483-511.

JOHANSEN, S. (1988). Statistical Analysis of cointegrating vectors. Journal of Economic Dynamics and Control, 12, 231-254. Reprinted in R.F. Engle and C.W.J Granger (eds), Long-Run Economic Relationships, Oxford: Oxford University Press, 1991, 131-52.

KENEN, P. T., & Rodrik, D. (1986), Measuring and analyzing the effects of short-term volatility in real exchange rates. The Review of Economics and Statistics, 68, 31 l-315.

KORAY, F., and Lastrapes, W.D. (1989), "Real Exchange Rate Volatility and U.S. Bilateral Trade: A VAR Approach," Review of Economics and Statistics, 71, 708-712.

PERE, E., & Steinherr, A. (1989), Exchange rate uncertainty and foreign trade. European Economic Review, 33,1241-1264.

POZO, S. (1992), Conditional Exchange Rate Volatility and the Volume of International Trade:

Evidence from the Early 1990s. Review of Economics and Statistics. Vol 74, 325-329.

THURSBY, M. C., & Thursby, J. G. (1987). Bilateral trade flows, lender hypothesis, and exchange risk. Review of Economics and Statistics, 69, 488-495.